农业机械总动力（精选7篇）
农业机械总动力 第1篇
1 模型建立
设所研究的对象y受多个因素x1, x2, , xm的影响, 假定各个影响因素与y的关系是线性的, 则可以建立多元线性回归模型:
其中yi, xi1, xi2xim为经济现象 (因变量) 和影响因素 (自变量) 的第i组观察值, εi称为残差。
因为多元线性回归的计算繁杂, 所以用矩阵形式来进行讨论, 则该模型的矩阵形式为:
根据最小二乘法得回归系数向量B的估计值为:
在多元线性回归模型中, 为了了解回归模型是否显著, 需要对回归模型进行各种检验。常用的检验有R2检验, F检验、t检验。
R2检验是检验一组自变量x1, x2, , xm与因变量y之间的线性相关程度, R2计算公式
R2称为复可决系数。0R21, R2越大模型拟合精度越高, 模型通过显著性检验。F检验是通过F统计量检验假设H0:β1=β2==βm=0是否成立的方法。其中F统计量的计算公式为:
对给定的显著性水平α, 查F分布表得到临界值Fα (m-1, n-m) 。若F>Fα (m-1, n-m) , 则否定假设H0, 认为该组的自变量x1, x2, , xm与因变量y之间回归效果显著;反之, 则不显著。
t检验是通过t统计量对所求回归模型的每一个系数逐一进行检验假设H0:βj=0是否成立的方法。
式中为第j个自变量xj的回归系数;的样本标准差。
若成立, 则否定假设H0, 说明xj对y有显著影响。反之, 则假设成立, βj=0被接受, 说明xj对y无显著影响。
2 农用机械总动力影响因素分析
随着中国经济的快速发展, 尤其农业经济的发展, 农业现代化水平大幅提高, 农用机械总动力增加很快。农用机械总动力水平 (y, 万千瓦) 受农业增加值 (x, 亿元) 和农村居民家庭人均纯收入 (Z, 元) 影响, 这里建立二元线性回归模型进行分析。原始资料见表1。
这里建立回归模型
利用MATLAB软件计算得β0=39435.52, β1=0.1735, β2=7.6291
所以得二元线性回归模型
检验量R2=0.9791, F=125.5104
从R2、F、t可以看出模型精度高, 模型检验通过, 各变量检验通过。说明农业增加值和农村居民家庭人均纯收入两变量对农用机械总动力影响显著。从定量上看农业增加值每增长1亿元, 农用机械总动力增长0.1735万千瓦, 农村居民家庭人均纯收入每增长1元, 农用机械总动力增长7.6219万千瓦。
参考文献
[1]周复恭, 黄运成, 应用线性回归分析[M].北京:人民大学出版社, 1989.
[2]俞大刚, 线性回归模型分析[M].北京:中国统计出版社, 1987.
[3]暴奉贤, 经济预测与决策方法[M].广州:暨南大学出版社, 2005.
农业机械总动力 第2篇
吉林省作为粮食大省,农业机械化从1995 年开始进入较快发展阶段,到2013 年底全省农机总动力达2 727 万kW,农作物耕种收综合机械化水平达73.6%,上升到全国第8 位。但同发达国家相比,吉林省农业机械发展水平还不高,仍然存在许多制约因素。因此,如何更好地分析农业机械化的影响因素及预测农业机械化发展水平,对于吉林省农业机械化的发展至关重要。国内外相关学者对农业机械总动力、东北农业机械总动力进行了相关研究,采用定性和定量分析相结合的方法,得出了很多有益的结论。黄永宝、纪延光(2014)运用主成分分析法对我国农业机械总动力进行分析,并建立回归模型［１］。刘佩军(2007)对东北地区农业机械化发展影响因素及综合评价进行研究［２］。张丽(2007)应用层次分析法和逐步回归方法,得出农民受教育程度是吉林省农业机械化发展的关键影响因素之一,并提出构建中国式可持续农机教育体系［３］。刘立丹(2013)对1996-2011年的吉林省40个市县面板数据进行实证分析,用双随机效应模型分析得出吉林省农业机械化的主要影响因素是政府对农业的投入以及人均耕地规模［４］。何政道、何瑞银(2010)对江苏省农业机械总动力及其影响因素进行了相关性分析分析,并用自相关时间序列回归分析方法建立了模型［５］。 代海涛(2014)运用多元回归方法测算了吉林省农业机械化对农业经济增长的贡献度,并分析了农业机械化制约因素和解决对策［６］。本文结合前人的研究,根据吉林省农业机械化发展的特点,运用主成分方法,分析农业机械化发展的主要影响因素,并建立多元线性回归模型,为吉林省农业机械化发展提供一定参考。
1 变量的选择和数据的获取
选择农业机械总动力作为模型的因变量Y,代表吉林省农业机械化的发展水平。结合吉林省目前的技术条件和社会经济水平,选择农林牧渔业中农业总产值指数(以1949年为100)X１、人均耕地面积X２、粮食单位面积产量X３、农村劳动力转移率X４、农业固定资产投资X５、政府的农业财政支出X６、农民家庭年纯收入(以1978年为100))X７、农村居民家庭恩格尔系数X８、农民受教育程度X９等9 项指标作为自变量。其中,人均耕地面积用耕地总面积与农业人口比重来表示,农村劳动力转移率用农村劳动力中非农业劳动力比重来表示,农民受教育程度用农村劳动力中初中以上学历比例来表示。
根据吉林省统计年鉴［７］、中国农村统计年鉴的数据［８］,选择吉林省1994-2013 年的数据进行分析。其中,农业固定资产投资X５、政府的农业财政支出X６为剔除价格因素后数据,2011、2012、2013年的吉林省农村农林牧渔劳动力数据缺失,所以预测得到补充数据,具体原始数据如表1表示。
2 数据分析与处理
2.1 相关性分析
运用SPSS20.0软件,根据表1 数据进行相关分析,得到各变量间的相关系数。 因变量Y与自变量X１~X９的相关系数分别为:0.982、0.967、0.561、0.971、0.944、0.945、0.961、-0.922、0.685。其中,只有X８呈现明显的负相关,变量X３、X９与Y之间的相关系数较低,分别为0.561和0.685;其它自变量与Y之间均呈现明显的正相关,相关系数达到0.9以上。
2.2 主成分分析
由于本文采用的是时间序列数据,不免会出现多重共线性、异方差和自相关的统计问题,不适合直接使用普通最小二乘法。为此,本文采用主成分分析法抽取因子,对9大经济指标进行降维处理,如表2所示。
由表2 可知:按照特征值累计贡献率大于等于85%原则,抽取两个因子作为主成分,共解释了92.84%以上的方差信息;第1主成分的方差是7.276,第2主成分的方差为1.079。主成分特征向量如表3所示。由表3可以看出:X１、X２、X４、X５、X６、X７、X８与第1主成分高度相关,负载率分别达到0.993、0.969、0.967、0.947、0.946、0.964、-0.914;X３、X９与第2主成分高度相关,负载率达到0.625 和-0.637。因此,将农业机械发展的相关变量归纳为资本支持因素、生产资料因素及科技管理因素三大类［１］。
1)资本支持因素。农业总产值指数、农业固定资产投资及农业财政支出是构成第1 主成分的重要因素,主要是宏观影响。首先,农业总产值指数代表农业生产水平,而农业生产水平是农业机械化发展的重要基础。其次,农业固定资产投资和政府农业财政支出是农业机械化发展的有力保障。农业固定资产投资、农业财政支出数额越高,对农业机械的购买支持力度越大,农民购买农机的积极性越高。
2)生产资料因素。人均耕地面积、农村劳动力转移率、农民家庭年均收入和农村居民家庭恩格尔系数也是构成第1 主成分的重要因素,主要是微观影响。首先,耕地经营规模是农业机械化的必要条件,也是农业机械发展的前提。人均耕地面积越大,农民对机械的需求越强烈,越有利于农业机械化的推进［５］。其次,农村剩余劳动力转移是农业机械化的基本前提。农业机械化发展实际上是机械对人力和畜力的替代,也是资本对劳动力的替代。只有当劳动力成为相对稀缺要素而资本成为相对富裕要素时,才会有效促进农业机械化的发展［２］。另外,农民家庭年均收入是农业机械化的资金基础。农业机械需要投入较大资金购买、使用和维护,因此农民家庭年均收入决定了农民是否有能力购买农机。最后,农村居民家庭恩格尔系数表示农民消费支出情况［５］,代表农民的生活水平和消费水平,也是影响农业机械化的重要因素。生活和消费水平越高,用于食品等消费的支出比例越小,用于购买农机的投资消费支出就可能越多。
3)科技管理因素。粮食单产和农民受教育程度是构成第2主成分的因素,反映了现代农业要素投入转向高层次的科技与管理要素的趋势。粮食单产是农业机械化发展的重要因素,粮食生产水平的提高,与农业科技水平密切相关;单产越高,农户对农机的投入热情也就越高,农机使用率就可能越大;同时,农业机械化也会促进粮食生产水平的提高［５］。另外,农民受教育程度是农业机械化发展的科技文化基础。农民素质高将有利于农村剩余劳动力转移向二、三产业的转移,也将有利促进对农机的需求与使用［３］。
2.3 主成分特征向量
通过对两大主成分和3 类影响因素的经济意义解释,明确了吉林省农业机械化发展中的关键因素。设两个主成分为Z１和Z２,运用SPSS20.0进行因子分析,得到因子载荷量,除以主成份特征值的算术平方根,计算出相应的主成份特征向量(见表3),并将主成分表示为各个变量的线性组合,则
2.4 主成分得分
运用SPSS20.0因子分析法得到因子得分,并乘以主成分特征值的算术平方根,计算出主成分Z１和主成分Z２得分,如表4所示。
3 模型建立与检验
3.1 模型建立
农业机械总动力Y的标准化数据ZY作为因变量,主成分Z１和Z２作为自变量,运用SPSS20.0软件建立二元线性回归方程,具体回归结果如表5 所示。从表5 可知:模型R方值为0.9 8 8,调整R方值为0.987,F值为721.81,容差和VIF值均为1,模型整体较优。主成分Z１的回归系数为0.994,对因变量Y的影响显著;主成分Z２的回归系数为-0.035,但是偏相关系数为-0.308,说明科技管理因素对农业机械化也有一定的影响。主成分Z２的回归系数为负,是由于各变量间相互影响的结果,则
ZY =0.994Z１-0.035Z２
将式(1)代入式(2),得到因变量ZY与自变量ZX１~ZX９的多元回归方程。由式(3)可知:只有农村恩格尔系数与农业机械总动力呈负相关,其余因子均与农业机械总动力呈正相关。 粮食单产的系数为0.207,农民受教育程度的系数为0.276,相对较低,其余因子的变量系数均在0.34~0.37 之间,基本相差不大。式(3)为
3.2 模型检验
为进一步验证模型,运用Eviews7.0软件对残差系列进行ADF检验(见表6),ADF值为-6.349284,小于1%水平下临界值-3.831 511,证明残差序列为白噪声序列,模型较优。
4 结论与建议
4.1 结论
1)通过SPSS20.0主成分分析方法提取了影响吉林省农业机械总动力的2个主成分,并总结出3大影响因素—资本支持因素、生产资料因素与科技管理因素。其中,宏观资本支持因素包括农业总产值指数X１、农业固定资产投资X５及农业财政支出X６,微观生产资料因素包括人均耕地面积X２、农村劳动力转移率X４、农民家庭年均收入X７及农村居民家庭恩格尔系数X８,构成第1主成分Z１;科技管理因素包括粮食单产X３和农民受教育程度X９,构成第2主成分Z２。
2)运用SPSS20.0 软件进行分析,首先用因子分析法得到因子载荷量,并计算得到主成分特征向量,建立主成分Z１、Z２和ZX１~ZX９的线性方程见式(1)。ZY作为因变量,Z１和Z２作为自变量,建立二元线性回归方程,调整R２为0.987,并通过模型检验,模型整体较优。最后,将式(1)代入式(2)得到因变量ZY与自变量ZX１~ZX９的多元回归方程,见式(3)。从式(3)中可以看出:只有农村恩格尔系数与农业机械总动力呈负相关,其余自变量均与农业机械总动力呈正相关。自变量粮食单产的系数为0.207,农民受教育程度的系数为0.276,相对较低;其余因子变量系数在0.34~0.37间,基本相差不大。
4.2 建议
1)吉林省在发展农业机械化过程中,首先要进一步加强宏观资本支持力度。这就需要继续加强农业基础地位,大力发展现代农业,为农业机械化创造基础条件;增加农业资本投入,尤其是加大对农业固定资产、农业财政支出的投入,促进现代农业向资金密集型的转型。
2)同时,要充分重视微观农业生产要素的投入。1吉林省要继续通过土地入股、托管、包租等多种形式实现土地规模经营和集约化生产,完善土地流转制度改革［９］。2要促进产业结构的调整升级,带动农村劳动力向二三产业转移;通过农业产业化发展来增加农民家庭人均收入,提升农民生活水平与消费水平,进而促进农业机械化的发展。
3)另外,新时期科技管理因素对农业机械化的发展至关重要,新型农民素质的提高将起关键性作用,发展现代化农业、推进农业机械化、培育新型职业农民是一个重要而紧迫的任务［１０］。因此,建议吉林省充分发挥教育大省优势,加强对新型职业农民的教育与培训,使之成为农业机械化发展的强大推动力。
摘要：吉林省作为粮食大省,农业机械化的发展对于实现农业现代化至关重要。为此,采用吉林省1994-2013年的相关数据,运用主成分分析法,对吉林省农业机械总动力及其9个影响因素进行相关研究,最终建立因变量ZY与自变量ZX1~ZX9的多元线性回归模型。模型中,只有农村恩格尔系数与农业机械总动力呈负相关,其余自变量均与农业机械总动力呈正相关。粮食单产的系数为0.207;农民受教育程度的系数为0.276,相对较低;其余自变量的系数均在0.34~0.37之间,基本相差不大。最后,提出吉林省要继续加强宏观资本、微观生产资料及科技管理要素的投入,大力培育新型职业农民的建议,以适应新时期农机发展对人才与科技的需求。
农业机械总动力 第3篇
财务管理作为现代企业管理的中心环节, 在助推企业发展方面发挥着非常重要的作用。2008年, 面对复杂多变的国际国内经济发展形势, 一机集团的财务管理工作在总会计师王朝钦的带领下, 解放思想, 开拓创新, 探索出了一条符合军工企业发展实际的财务管理之路。近期, 笔者专赴包头, 就一机集团财务管理成果, 对王朝钦进行了专访。
构建发展型财务体制 提供坚实财务保障
“创新是企业发展的灵魂, 也是财务管理工作的精髓。持续创新财务管理工作理念、方式和方法, 是推进财务管理工作走向深入、提高成效的强大力量”。这是王朝钦始终坚持的原则。
随着一机集团改革步伐的不断加快, 目前已步入持续快速发展的新时期。只有在更高层次和更大范围内统一配置、运作资源, 才能最大程度地发挥财务潜能, 为集团公司的持续、快速发展提供财务保障。对此, 王朝钦有着深刻的认识。在他的主持和组织下, 一机集团通过创新财务管理体制, 有效地提高了财务运作能力, 为企业的发展提供了财务保障。
首先, 强化集团化财务管控体系建设, 有效提高公司整体财务运作能力。主要体现在六个方面:一是逐步完善集团化的资金筹集运作体系, 完善以兵器财务公司资金管理平台为依托的资金集中管理体系;二是逐步完善服务于集团公司的税务筹划体系;三是进一步完善覆盖全公司的财务信息化体系;四是完善统一的会计政策及核算体系;五是完善风险防控体系;六是完善财务负责人委派制度。通过完善集团财务管控体系, 为集团公司的持续、快速、健康发展提供了财务保障。
其次, 组织开展集团化财务报表系统建设。近年来, 一机集团不断发展壮大, 集团公司的子公司由原来的6户增加到目前的22户, 在编制报表过程中, 原先的电子表报表编制方式已经不适应现代管理要求。在王朝钦的主持和组织下, 一机集团终于在2008年4月底基本完成公司财务报表系统的研制和开发工作, 经过三个月的实际应用和测试, 基本上达到了报表管理要求, 目前正在对系统进行调试和完善。同时, 一机集团建立了适应外部需要的财务会计和适应内部需要的管理会计体系, 满足全方位的财务核算要求, 实现了及时的财务分析和决策支持, 较为妥善地解决了集团多级次合并报表与逐级分户报表共存一体的重复汇总问题。
再次, 加强全面预算管理, 防范财务风险。面对复杂多变的国内外经营环境, 王朝钦在领导一机集团财务管理工作中, 切实落实科学发展观, 紧紧围绕集团公司总体发展战略目标, 以总体发展能力最大化为基本追求, 突出重点, 严控风险, 较好地发挥了资金经营和资金管控作用, 切实为生产经营工作提供了资金保障和风险防范决策信息。
注重会计基础和队伍建设 全面提升会计工作质量
王朝钦认为:“推动企业进步的主要是思想。要以共同目标为基础创建学习型组织, 以团队学习为特征, 让财会人员形成工作学习化、学习工作化的组织。”他是这样说的, 也是这样做的。
自参加工作以来, 王朝钦从基层财务一步步做起, 先后担任会计员、财务科长、处长、总会计师等职。他在兵器工业系统工作长达二十七年之久, 对于这里的一草一木都怀有深深的情感。他自己以身作则, 工作期间, 始终坚持不懈的学习, 百忙中参加了长春理工大学材料工程专业的学习, 以优异的成绩获得工程硕士学位。他经常告诫财会人员, 唯有热爱自己的本职工作, 重视对财务知识的学习, 才能提高自己的综合素质及职业判断能力, 更好地应对公司快速发展对财会工作提出的新挑战。在王朝钦的精心打造下, 一支讲诚信、挑重任、爱学习的高素质财会队伍已经形成, 和谐、健康的财会文化正在生根萌芽。
总结一机集团的财会队伍建设经验, 主要有以下三条:一是加强财会队伍建设, 不断提高专业化能力和管理水平。王朝钦按照集团公司提出的整顿工作作风和思想作风的要求, 以勤勉、自律、协力、创新的作风塑造为重点, 开展了诚信教育, 加强职业道德教育, 狠抓业务理论培训, 并积极创造良好的业务发展环境, 建立一支具有良好职业道德、思想觉悟高、业务能力强, 并能适应公司发展能力的骨干财会人才队伍。二是建立财务主管逐级委派交流制度。加大财务系统人员的岗位交流力度, 定期对财务主管进行“德、能、勤、绩”综合考核, 不断提升财务主管的履职能力和工作胜任能力。三是对各分、子公司财务主管实行委派制。目前, 财务部已委派财务主管34人在各单位任职, 负责开展本单位财务管理工作。此外, 财务负责人工作例会制度等制度的实施, 有效地提高了财务负责人掌握政策的水平和管理能力。
狠抓财务信息化建设 不断提高财务管理水平
王朝钦认识到, 信息是企业生产经营的重要要素, 准确、及时的财务信息是监控和保证企业健康运行的重要保证。王朝钦表示, 2009年, 公司将以“全面整合财务管理业务, 统一会计政策和规范业务流程, 进一步强化和完善管理工作中的计划、控制职能, 建立起一套科学、完整、有效的内部监控管理体系”为目标, 重点开展以下四项工作:一是在实现公司内部“一级管理、两级核算”模式的财务信息化建设 (包括集团本部、分公司、子公司) 的基础上, 实现公司财务数据和业务报表的及时汇总、分析;二是实现公司内部银行业务的信息化管理和公司对外往来业务管理;三是实现集团化财务信息应用, 包括集团查询、合并财务报表、财务分析、成本管理、价格管理、历史数据管理等方面;四是实现财务系统与其他系统的集成应用。
与此同时, 一机集团按照中国兵器工业集团财务信息化建设总体部署要求进行总体规划、分步实施, 采取了积极稳妥、以点带面、逐步推进的实施策略, 在取得阶段性成效的基础上, 全面推进财务信息化的实施工作。
构筑融资平台 强化资源保障
按照“强化资源保障、坚持总体有利”的原则, 王朝钦合理安排资金来源结构, 通过加强与金融机构的联系与合作, 积极开拓筹资渠道, 形成多元化、多渠道的融资格局。为此, 一机集团决定在银行融资和发行债券的基础上, 实现资金来源的多元化和社会化, 为企业的发展打造稳固流畅的资金链条, 提供充足和低成本的资金支持。面对这一使命, 王朝钦多面出击, 打组合拳, 努力为企业搭建面向未来的融资平台。一是整合公司内部资源, 着力强化资源保障, 坚持总体有利的原则, 以总体可持续发展为基本目标, 合理安排资金来源结构, 提高资源的综合利用效率。二是加强与金融机构的联系与合作, 积极开拓筹资渠道, 形成多元化、多渠道的融资格局。建立起以各大商业银行为流动资金筹资主渠道、兵器财务公司特色金融业务相结合的金融资源优势互补的流动资金融资渠道;建立以国家开发银行为主渠道的专项贷款融资渠道。实践证明, 通过流动资金、专项资金融资主渠道的建立完善资金保障体系, 为公司规模化经营提供了良好的资金支持, 起到重要的保障作用。
经过实地采访和深入考察, 笔者真切地感受到, 在王朝钦的带领之下, 一支充满生机活力的高素质的财会队伍正在一机集团快速形成。同时, 一支奋发有为的总会计师队伍正在中国经济中发挥着越来越重要的作用
农业机械总动力 第4篇
湛江市农机办副主任钟志华作了2009年全市农机工作总结。他从五个方面总结了湛江市农机化工作情况:
第一, 2009年, 湛江市的农机化结构更趋于合理性。全市农机原值达到20亿元, 农机总动力393万千瓦, 占全省农机总动力的六分之一, 居全省之首。拖拉机拥有量5万台, 其中大中型拖拉机9000台, 联合收割机2120台, 插秧机136台, 种植业机械26万台 (套) , 农产品加工机械2.9万台 (套) , 畜牧养殖机械3万台 (套) , 渔业机械10万台。农业机械作业水平53%, 其中机耕作业水平90%, 机插水平2%, 机收水平55%。
第二, 国家扶持农机化力度进一步加大。2009年, 广东省下达湛江市农机购置补贴计划指标:中央资金4745万元 (原计划6515万元) , 省累加补贴资金700万元。至10月下旬, 已完成中央财政购机补贴资金4808.4万元 (完成100%) , 完成省财政购机补贴资金728万元 (其中28万元是去年结余款) 。受益农民共达9736户, 购买各类农业机械共17330台套 (其中插秧秧机118台, 水稻育秧盘11.56万块, 收割机421台, 大中型拖拉机及配套农机具3206台 (套) , 手扶拖拉机609台, 微耕机1799台, 增氧机11423台) 。带动农民自筹资金1.1亿元。
第三, 机插秧发展形势喜人。机插秧面积从上年的不足3000亩速增至2009年的6.579万亩, 机插率从上年的不足0.1%速增至2009年上半年的2%。
第四, 农机专业合作社发展势头好。全市工商注册的农机专业合作社有50个 (比2008年净增50个) , 农机专业合作社总资产3577.19万元, 拥有机具448台 (套) , 社员242个 (户) , 服务农户33336户, 从业人员346人, 作业服务面积90900亩, 服务总收入545.92万元。
第五, 农机安全监督管理力度进一步加大, 农机安全生产平稳发展。全市共出动安全生产宣传车次712台次, 出动安全生产宣传人员2735人次, 举办农机安全生产宣传教育培训班169班次, 挂横幅、标语、宣传资料37937多份, 检查拖拉机2700台次, 纠正违章980人次。全年注册登记入户拖拉机、收割机2372台, 年检5248台, 核发拖拉机、收割机驾驶证995个, 年审驾驶员1776人。全市共培训农机操作人员1030人, 培训农机技术人员882人, 维修技术人员50人。全市共排查安全隐患5094起, 整改率98%。全市共签订农机安全生产责任书6803份。
陈康华局长在讲话时提出了六点要求:一是紧紧围绕2007年谢悦新厅长所提出的“湛江市要率先实现农业机械化”的目标积极开展工作。并提出了全市2010年农机工作三大目标, 就是机插率达10%, 机收率为70%, 机耕率93%;二是加大宣传与推广力度, 抓好农机购置补贴工作, 推动全市农业机械化全面发展;三是认真做好省人大扶持农机化发展议案项目实施的结案工作;四是大力发展农机专业合作社, 推动农机服务体系发展;五是要积极争取县 (市、区) 党委、政府支持, 抓好基层农机推广体系建设;六是认真搞好《农业机械安全监督管理条例》宣传, 抓好农机安全监理工作, 推进我市农机安全生产发展。
农业机械总动力 第5篇
农业机械化在农业现代化的构成中占有重要地位, 是实现农业现代化的基础。改革开放以来, 党中央和国务院对农业可持续发展给予了高度重视, 《中华人民共和国农业机械化促进法》2004年11月1日正式颁布实施, 如何利用科技创新技术, 加快实现农业机械现代化备受世人瞩目。建设现代农业, 发展农村经济, 增加农民收入, 全面建设小康社会都离不开农业生产的机械化。自新中国成立以来, 我国农业机械化事业从无到有, 从小到大, 尤其是经过改革开放30多年的发展, 我国农业机械化取得了巨大进展[1,2]。2008年和2009年连续两个中央一号文件均提出“加快推进农业机械化”, 突出把研发、推广适合丘陵山区的先进适用的农业机械列为重要内容。这表明在现代农业的建设中, 推进丘陵山区农业机械化已上升到重要位置, 中央的重视已达到前所未有的高度。但是目前, 我国城乡差距仍在不断扩大[1,2], 区域农业机械化发展差异性矛盾亦逐渐凸显。
农业机械化是指运用先进设备代替人力的手工劳动, 在产前、产中、产后的各个环节中大面积采用机械化作业, 从而降低劳动强度, 提高劳动效率[3,4]。而生产全过程的机械化则是指包括选种、育秧、耕地、播种、施肥、除草、灌溉、收割、脱粒、烘干、仓储、加工、包装、运输等从种植到餐桌所有环节的机械操作。
农业机械总动力, 指主要用于农、林、牧、渔业的各种动力机械的动力总和。其包括耕作机械、排灌机械、收获机械、农用运输机械、植物保护机械、牧业机械、林业机械、渔业机械和其他农业机械[内燃机按引擎马力折成瓦 (特) 计算、电动机按功率折成瓦 (特) 计算) ;不包括专门用于乡、镇、村、组办工业、基本建设、非农业运输、科学试验和教学等非农业生产方面用的动力机械与作业机械[5]。
1 我国农业机械化现状分析
1.1 当前农业机械化发展阶段
根据《中国农业年鉴》[3]《中国农业统计资料》[4]《中国统计年鉴》[5]《全国主要农田机械化项目发展情况对比表》[11], 我国农业机械化发展总体处于中级阶段 (如图1和图2所示发展曲线, 划分标准见参考文献7) 。中级阶段是承前启后的发展阶段, 与现代农业要求还有很大差距。
我国农业机械化的实现还是一个长期而又艰巨的任务, 随着我国经济体制改革的进一步深化, 国民经济的发展以及对农业投资的增加, 我国农业机械化的发展将会呈现出良好的局面, 因此分析其内部结构和空间差异尤显重要。
农机总动力的多元线性回归方程为
y=0.141 8x5-8.087 5x4+205.44x3-2 157.8x2+12 361x-168.63 (1)
R2=0.996 9
方程通过0.05显著性检验, 拟合效果良好, 可以预测未来值。中国农机总动力状况预测如表1所示。
1.2 空间自相关和局部空间自相关分析
空间自相关分析是对某一地理变量空间分布中相邻位置间的相关性进行检验的一种统计方法, 利用此方法可以揭示区域化变量取值的空间分布特征[19]。全局自相关 (Moran's I) 用来描述整个研究区域上所有对象之间的平均关联程度、空间分布模式及其显著性[21]。局部空间自相关 (local indicators of spatial association) 统计变量可以识别不同空间位置上可能存在的不同空间关联模式 (或空间集聚模式) , 从而可以观察空间局部不平稳性, 发现数据之间的空间异质性, 为分类和决策提供依据[22,23]。
首先定义空间权重矩阵w, 即
当i区域和j区域相邻时取1, 其他取0。如果xi是i区域的观测量, 则全局Moran指数I用如下公式计算[19], 即
其中,
Geary系数C计算公式为
局部Moran指数计算公式为
对每一个区域单元的G统计量为
对G统计量的检验与局部Moran指数相似, 其检验值为
Z (Gi) 显著的正值表示在该区域单元周围, 高观测值的区域单元趋于空间集聚, 而显著的负值表示低观测值的区域单元趋于空间集聚, 与Moran指数只能发现相似值 (正关联) 或非相似性观测值 (负关联) 的空间集聚模式相比, 具有能够探测出区域单元属于高值集聚还是低值集聚的空间分布模式。各省农机总动力及农业人口人均农机总动力状况如图3所示。各省农业人口人均农机总动力Moran散点图, 如图4所示。
以 (Wz, z) 为坐标点的Moran散点图, 常来研究局部的空间不稳定性, 它对空间滞后因子Wz和z数据对进行了可视化的二维图示。全局Moran指数, 可以看作是Wz对于z的线性回归系数。Moran散点图的4个象限, 分别对应于区域单元与其邻居之间4种类型的局部空间联系形式:
第1象限代表了高观测值的区域单元被同是高值的区域所包围的空间联系形式;
第2象限代表了低观测值的区域单元被高值的区域所包围的空间联系形式;
第3象限代表了低观测值的区域单元被同是低值的区域所包围的空间联系形式;
第4象限代表了高观测值的区域单元被低值的区域所包围的空间联系形式。
各省人均农机总动力局部Moran值工检验, 如图5所示。
实施农业机械购置补贴政策以来, 极大地调动了农民购机、用机的积极性, 取得了非常好的效果, 农业综合生产能力不断增强, 为保障粮食安全做出了贡献。2007年与2006年相比, 耕种收综合机械化水平提高10个百分点以上的有天津和吉林2个省市, 5～10个百分点的有安徽和江西2个省份, 3～5个百分点的有江苏、山东、河南、辽宁、山西、湖南、湖北和重庆等7个省市, 提高2～3个百分点的有内蒙古、陕西、浙江、广东、海南等5个省区, 体现出这些省市区的发展速度和发展潜力。耕种收综合机械化水平在40%以上的有18个省 (区、市) , 大部分集中在北方地区;10%以下的还有云南、贵州2个省, 福建、重庆、四川不到20%, 基本上集中在西南地区。北方地区耕种收综合机械化水平较高, 黑龙江、天津、新疆、河北、山东、北京、内蒙古、河南代表了当前我国北方农业机械化发展的高水平;江苏是南方农业机械化高水平的代表;重庆、广西、四川、云南、贵州等西南省 (区、市) 反映出我国农业机械化难度最大、水平落后地区的发展状况。由于2008年的农业机械化统计年报的统计方法发生了改变, 统计指标处于调整期, 部分省份的耕种收综合机械化水平有波动。因此, 为说明区域农业机械化发展速度存在差异问题[3,4], 根据农业行业标准《农业机械化水平评价第1部分:种植业》 (标准号:NY/T1408.1-2007) , 仅用2007年统计数据进行分析。截至2008年底, 天津已经处于农业机械化发展高级阶段 (2007年天津即进入农业机械化发展高级阶段) ;黑龙江、吉林、山西、新疆、河北、江苏、山东、北京、辽宁、上海等10省 (市、区) 处于中级阶段;内蒙古、安徽、陕西、宁夏、青海等5省 (区) 处于初级阶段向中级阶段发展的过渡期 (根据发展情况和调查了解, 这些省区农牧渔业劳动力占全社会从业人员比重已经降至45%以下) ;其他省 (区、市) 处于初级阶段。
由此看来, 我国农业机械化区域发展不平衡。3大粮食作物中, 水稻耕种收综合机械化水平最低[3,4], 仅为51.15%;种植环节中, 水稻种植机械化水平最低, 仅为13. 73%;收获环节中, 玉米收获机械化水平最低, 仅为10. 61%。油菜、马铃薯、棉花等作物的收获机械化亟待加快发展, 畜牧业、水产养殖、设施农业等领域对机械化需求迫切, 但是目前机械化水平还很低。区域农业机械化发展差距大, 技术路线不明确;机械化水平“北高南低”“旱高水低”局面仍然没有改变。
各省人均农机总动力Z (Gi) 值如图6所示。
1.3 农业机械总动力内部结构分析
我国各省 (市) 农业机械化发展水平、速度不同, 农机化内部结构不同, 需要对深层原因进行进一步的揭示。农机总动力结构变化如图7所示。
2 措施与政策建议
《中共中央关于推进农村改革发展若干重大问题的决定》中明确提出必须统筹城乡经济社会发展, 统筹工业化、城镇化、农业现代化建设, 巩固和完善强农惠农政策, 把国家基础设施建设和社会事业发展重点放在农村, 实现城乡、区域协调发展[6,7,8,9,10]。
1) 实施农业机械购置区域性差别补贴措施。
组织力量开展全国性农业机械化区域规划工作, 对于经济欠发达地区, 地方财政能力较弱, 区域农民购机能力较弱, 特别丘陵山区应加大补贴比率, 实行扶持性补贴;对于经济发达地区, 应充分调动地方财政投入力度, 实施引导性补贴[11,12,13];区域农民购机能力较强和作业市场效益好的农机具可适当降低补贴率, 采取财政贴息。在保障粮食安全、重点发展平原地区和粮食主产区机械化的同时, 统筹考虑丘陵山区和经济欠发达地区农业机械化发展, 满足丘陵山区和经济欠发达地区农民的实际需求。在实施农业机械购置补贴政策过程中, 应因地制宜运用政策调控手段, 采取补贴比率区域性差别的方法, 适当调节资金资源向弱势群体和新技术推广应用配置倾斜, 促进区域农业机械化发展。
2) 重视先进实用中小型农业机械的研发创新和示范推广。
扶持农机社会化服务和农机服务组织的发展, 加强农田整治与基础设施建设。农机服务体系要按照农村经济的发展要求, 增强服务功能, 以农机作业为重点, 把农机作业服务、油料供应、配件供应、技术培训和推广、农机维修以及龙头企业这6大支柱发展起来。农机服务组织的经营机制要适应社会主义市场经济的要求, 更多地引入市场机制、竞争机制, 使其具有更充分的自主权。农业机械化支持政策需要不断完善与之相衔接和配套的支持政策, 共同构成农业机械化支持政策体系, 实现互促共进, 如加大农机化科技创新、农业基础设施建设、农机安全生产监管等方面的投入;实施作业补贴, 推进粮食生产机械化水平和生产效率提高, 促进农业生产可持续发展[14,15,16,17,18];完善农用燃油补贴制度, 有效发挥政府财政补贴的引导和促进作用;实施农机具更新报废补偿机制, 鼓励农民更新淘汰耗能高的老旧农机具, 实现节能减排, 保障安全。
3) 要总结推广跨区作业和集团承包以提高农机利用效率及配套服务。
要大力发展农业产业化, 围绕农业产业化, 因地制宜兴办农机服务龙头企业和支柱产业, 形成农业服务的产业化。以农机作业服务公司等农机服务组织形式, 加强农机服务市场化、社会化的进程。
3 结论
1) 中国农机发展水平总体处于中级阶段, 但发展势头迅猛, 预计到2015年全国农机总动力将可以达到233 170.250 7万kW;研究时段内 (1978-2008年) 农机总动力内部结构变化明显, 主要表现为小型柴油机动力的显著增加和农用排灌柴油机比例的显著减少;区域农机化水平和发展速度差异显著。
2) 在影响我国农机化水平的各种因素中, 经济因素、自然状况、国家政策、农机配套措施和农民文化程度等作用很大。农民人均收入、农村劳动力比例、技术进步、播种面积等相关因素作用也比较明显。
摘要：以1978-2008年全国和各省农机总动力面板数据为依据, 通过空间自相关、局部空间自相关和统计分析得出结论:①中国农机发展水平总体处于中级阶段, 但发展势头迅猛, 预计到2015年全国农业机械总动力将达到233 170.250 7万kW;②区域农机化水平和发展速度差异显著;③研究时段内农机总动力内部结构变化明显, 主要表现为小型柴油机动力的显著增加和农用排灌柴油机比例的显著减少。主成分归因分析表明:经济发展水平、自然状况、国家政策、配套措施和农民文化程度等是导致农机总动力时空差异的主要原因, 从而为国家制定农业政策提供科学依据。
农业机械总动力 第6篇
为有效防范财政金融风险, 加强对地方政府融资平台公司的管理, 国务院发布了19 号文《国务院关于加强地方政府融资平台公司管理有关问题的通知》 (简称国务院19 号文) , 对地方政府融资平台公司进行规范和清理。在对地方融资平台公司的融资管理过程中, 造成融资主体资质不足, 为承包商进行融资提供了契机。在实际的工程建设中, 工程承包方式由过去单一的施工承包向总承包方式转变[1], 工程设计、材料设备采购及工程施工各个环节都需要有资金的支持。总承包商自身表现出资金占用量大、周转速度慢、资金占用时间长等特点, 使得总承包商发展仅依靠自身的积累内源融资是不够的, 不得不倚重银行贷款来进行融资[2]。对于建筑行业而言, 项目的建设周期长、借贷款数额大且还款期长, 在建设项目的施工过程中, 涉及各方面的因素众多, 给银行收回贷款带来很大的风险[3], 银行传统的信贷方式不适合总承包商融资。
综上所述, 从服务商业银行的角度, 本文设想基于建筑业供应链来研究总承包商融资, 在对供应链金融在建筑业应用的可行性分析后, 运用协同学理论从内部动力的角度分析基于供应链金融总承包商融资的动力机制, 期望为商业银行提供一定的借鉴。
1供应链金融应用于建筑业可行性分析
制造业中供应链的含义是指围绕核心企业, 通过信息流、物流和资金流将供应商、制造商、销售商和用户连成一个整体功能网链的结构[4]。在制造业的生产过程中, 通常有两种生产模式, 一种是按照生产计划进行从原材料到产品的加工过程;另一种是根据实际的需求完成从原材料到产品的加工过程, 后者的过程即为面向订单式的生产方式, 由客户根据需求提供设计资料给制造商, 按照设计资料进行生产, 流程图如图1所示。
建筑业供应链是指围绕总承包企业通过对信息流、物流和资金流的控制, 实现从原材料采购开始直到工程竣工交付使用, 将业主、总承包商、材料供应商、分包商等企业连成一个整体的功能网链的结构模式[5], 流程图如图2所示。
建筑业供应链跟一般的制造业供应链不同, 它是以项目为驱动的生产过程, 类似于制造业中面向订单式的生产活动, 不同的建设项目都有不同的建筑产品, 很少会重复, 对同种类型的建筑产品的建造过程是相似的。将建筑业供应链与制造业中面向订单式的供应链的流程图进行比较, 我们会发现很多的相似之处。从物流的角度进行分析, 建筑业以施工场地为集中地, 材料供应商和分包商提供的建设工程所需要的各种物料及劳务向施工场地流动;面向订单式的生产制造过程中, 供应商及设计方为生产制造活动提供的所需的物料和技术设计文件, 物流流向生产制造中心;两者的物流都是由供应商流向核心企业。从信息流的角度进行分析, 在建筑业中进行的施工设计、工程概预算、进度计划等等这些活动都是基于业主的需求信息;面向订单式的生产过程中, 产品的设计文件、生产计划、材料的需求计划等等都是为了能够完成订单而做的工作;两者的活动都是开始于客户的某种需求, 从前向后进行传递的。通过上述对建筑业供应链和面向订单式的制造业供应链的比较, 可以认为, 建设项目是一种典型的按项目方式运作的生产形式。
供应链金融是指银行对整条供应链进行审查, 将供应商、制造商和销售商看作一个整体, 基于核心企业的实力和供应链的管理程度, 全方位的为多个企业提供金融产品和服务的融资模式。在供应链金融中, 银行在对贷款企业进行资质审核时, 重点审核的是贷款企业与供应链上其他企业真实的贸易背景、贸易的连续性、企业所处的供应链是否稳定等[6], 不再只看贷款企业自身的经营状况、财务状况和担保方式。在制造业中, 供应商的供应能力和销售商的销售能力决定了制造商的市场反应能力, 供应商和销售商处于资金缺乏的状态, 凭借自己很难从银行取得贷款, 供应链金融能够解决供应商缺乏资金支持不能按时交货造成的核心企业生产延迟和销售商资金短缺拖延货款造成的核心企业无法扩大销售的问题。因此, 供应链金融对于核心企业而言, 通过供应链的建立可以发展以自己为核心的供应链的实力, 稳定供销渠道, 提升自己的市场竞争力, 同时, 降低供应的采购成本及拓展销售网络。经济学家、国务院发展研究中心研究员吴敬琏表示:从效果上看, 供应链金融不但缓解了不少中小企业的融资困难, 也增强了行业核心企业的供应链管理能力[7]。
通过上述对建筑业供应链与制造业中面向订单式的供应链进行的比较, 得出建设项目是一种典型的按项目方式运作的生产形式, 供应链金融在制造业中的成功运用给我们启示, 供应链金融应用到建筑业也可以解决作为建筑业供应链核心企业的总承包融资难的困境。有了建筑业供应链的存在, 总承包商、分包商、供应商等供应链的参与各方是稳定的合作伙伴的关系, 分包商、供应商不用担心总承包商拖延支付款项而造成迟延提供劳务和物资, 总承包商就能用最低的成本、最快的速度、最好的质量满足用户的需求。银行在对总承包商进行贷款资质审核时, 考核的是供应链这个整体的资质, 供应链有效解决了质量、工期、成本的难题, 提升了总承包商的信用等级, 不用担心总承包商不能按时完成工程项目的建设无法从用户那取得工程款, 降低了银行贷款的风险, 从而加大了总承包商融资的可能性。
2总承包商供应链融资动力机制研究
总承包商供应链融资动力机制是指驱动供应链融资形成和发展的一切有利因素, 以及这些因素所形成的力量结构体系及其运行规则, 它是获得竞争优势和推动供应链融资发展的根本力量。所以, 动力机制是总承包商供应链融资形成和发展的核心问题, 完善的动力机制是其持续、稳定发展的保证。
协同学代表着“合作的科学”, 是关于理解结构是如何产生的科学[8], 协同学从创立以来, 被广泛应用在复杂的系统中发生的有关时空有序结构形成的协同效应的问题, 协同学理论能够解释一个系统是如何通过它的子系统的协同作用而产生有序演化的自组织理论。系统从无序向有序演化的根本动力在于其内部动力, 协同学理论为研究内部动力提供了一个科学理论依据。因此, 本文就运用协同学理论来研究总承包商供应链融资的动力机制问题是具有理论意义和现实价值的。
2.1协同学基本方法及适用性分析
协同学[9]是研究不同的科学中存在的共同本质的学科, 通过类比来描述系统如何通过其子系统的协同作用而使结构由无序向有序的演化的自组织的理论。类比是协同学采用的主要的研究方法。虽然研究不同学科中, 由子系统组成的系统是不尽相同的, 但是科学研究发现, 这些系统在宏观结构上的质变行为是类似, 甚至相同的。因此, 协同学的创始人哈肯认为, 运用类比, 就能够把一个领域的研究结果应用到另一个领域中, 协同学理论在物理学、生物、化学等自然系统的广泛应用, 为协同学理论应用到社会经济系统提供了借鉴[10]。
协同学是用定量的方法来研究系统演化的现代科学。运用协同学理论研究时, 两个关键的步骤是伺服原理和序参量方程的建立与求解分析。伺服原理基本思想是, 一个系统包含快变量和慢变量, 有序的结构是由少数慢变量支配的。系统在接近临界点时, 只占少数的慢变量不是迅速衰减, 相反缓慢增长, 代表系统不稳定模, 而大量存在的快变量以指数的形式迅速的衰减, 代表系统稳定模。系统的自组织过程就是内部的稳定模与不稳定模竞争协同, 形成少数慢变量支配大量快变量的过程, 最后得到只有慢变量的方程——序参量方程。通过对方程解的分析, 来说明子系统之间的协同运动是系统发展的根本动力。
总承包商供应链融资是否可行, 主要取决于供应链上连接各个企业的信息流、资金流和物流, 因此, 影响总承包商供应链融资的因素不止一个, 可以将其看作是个系统, 且是由多个子系统组成的。子系统信息流、资金流和物流之间存在着非线性的相互作用, 通过它们之间的竞争和协同, 能够使总承包商基于供应链融资可行, 即实现总承包商基于供应链融资的价值, 故可以将总承包商供应链融资系统作为协同学研究的对象。
协同学研究的系统是远离平衡的开放系统, 子系统的协同运动是系统走向有序的根本动力。总承包商供应链融资系统是开放的系统, 与外界环境存在着能量或物质的交换。同时, 它还是一个远离平衡的系统, 可以从空间和时间两个方面说明。从空间角度分析, 子系统的相关信息, 有的可以促使总承包商供应链融资成功, 有的则会带来不利的影响, 各个子系统的运动是不平衡的。从时间的角度分析, 系统的发展也是不平衡的, 在某段时间内, 总承包商供应链融资就能够实现, 在另外一段时间内, 可能就实现不了, 这就是系统的序参量作用的结果, 是由各个子系统协同作用促使的。
由此可见, 总承包商供应链融资系统具备了协同学研究的条件, 故在总承包商供应链融资系统中应用协同学是可行的。
2.2总承包商供应链融资协同理论研究
总承包商供应链融资是一个复杂的系统, 其融资过程主要涉及到4 个行为主体, 即总承包商、商业银行、业主及分包商和供应商, 4 个行为主体通过信息流、资金流或物流联系在一起。其中, 信息流、资金流和物流3个子系统之间相互制约、相互影响, 共同决定总承包商供应链融资的价值。总承包商供应链融资模型如图3所示:
把总承包商供应链融资各个组成部分看作伺服分量, 则总承包商供应链融资的价值是序参量。总承包商供应链融资的价值来源于子系统之间的协同合作, 同时又起支配各子系统的作用。因此, 总承包商供应链融资的整个行为都是由其序参量支配的, 同时其他的子系统反作用于序参量。
总承包商供应链融资系统的稳定性受两类变量的影响, 即总承包商供应链融资耗散力和趋同力。耗散力在系统受到干扰造成不稳定时, 为快变量, 其大小与信息流的详细程度, 物流和资金流的稳定程度有关, 方向与总承包商供应链融资价值增大的方向相反;趋同力在系统受到干扰产生不稳定时, 衰减的很慢, 即慢变量, 其方向与总承包商供应链融资价值增大的方向相同, 并决定着系统的演化发展。
总承包商供应链融资的自组织过程是由内部的耗散力和趋同力之间竞争协同产生的, 两者的相互作用构成系统演化的动力, 其中, 趋同力决定系统演化的方向并且支配耗散力, 趋同力通过伺服原理支配信息流、资金流和物流三个子系统的行为。
总承包商供应链融资的动力来源于融资成功可能性的提高, 总承包商供应链融资的动力机理就是以企业利益为根本动力, 以整个链条的信誉为保障, 在市场需求的拉动下保证总承包商供应链融资的实现。
利益驱动作用机理是总承包商供应链融资将形成一个新的融资模式, 总承包商愿意利用这个新的模式进行融资, 根本点就在于新的融资模式能够加大融资的可能性, 解决总承包商融资难的问题。利益驱动是总承包商供应链融资形成和发展的动力, 驱动力的大小是决定总承包商供应链融资形成和发展的快慢的根本原因。
链条的信誉保障作用机理是通过整个供应链的整体信誉来提升总承包商的信誉, 商业银行在对总承包商进行资质审核时将供应链看作一个整体进行, 不仅仅对融资企业进行审核, 保障总承包商供应链融资得以发展。
市场需求拉动作用机理是需求的存在为总承包商供应链融资提供了发展的空间。总承包商供应链融资使银行跳出单个企业的局限, 在拓展银行业务的同时降低了银行信贷的风险, 为银行的发展带了积极的影响。
2.3总承包商供应链融资协同动力机制
(1) 总承包商供应链融资系统的受力分析
总承包商供应链融资系统受到信息流详细程度, 资金流和物流的稳定程度的影响, 其合力成为耗散力, 作用是降低总承包商供应链融资的价值, 方向与总承包商供应链融资价值提升的方向相反, 耗散力的大小跟信息流详细程度, 资金流和物流的稳定程度有关, 与总承包商供应链融资的价值成正比, 可以表示为
其中f表示耗散力, 为快变量;μ 表示总承包商供应链融资系统价值变化的参数, 是常量;ν 表示总承包商供应链融资系统的价值, 是时间t的函数。
总承包商供应链融资在耗散力的作用下, 价值会逐步减小, 为了克服耗散力的作用, 通过子系统之间的协同作用, 产生趋同力, 是总承包商供应链融资的价值逐步增大。因此, 趋同力是与总承包商供应链融资价值增大的方向一致的, 利益趋同一致性越好, 趋同力就越大, 可以表示为:
F表示总承包商供应链融资的趋同力, 为慢变量;在一定的供应链融资环境下, m为常量;α 表示总承包商供应链融资价值的变化为非线性关系。
(2) 总承包商供应链融资自组织运动方程
总承包商供应链融资的实现是由子系统之间协同决定的, 各个子系统在一定条件下, 通过非线性的相互作用产生协同作用, 并通过这种作用产生出结构和功能有序的结构。这意味着系统新的有序状态的出现, 在宏观上表现出自组织现象。
总承包商供应链融资自组织系统的典型方程[11]可以表示为
-k1ν3表示总承包商供应链融资的价值是非线性的, k1是 ν3的常系数。
式 (3) 表示总承包商供应链融资价值的运动方程, 系统的状态随时间的变化而变化。假定 ν 的时间变化由以下3 个因素决定: (1) 总承包商供应链融资系统目前的价值; (2) 控制参量, 总承包商供应链融资系统的趋同力F ; (3) 总承包商供应链融资系统的耗散力f 。
根据式 (3) , 可得到总承包商供应链融资系统的势函数方程:
(3) 总承包商供应链融资系统的协同模型
在总承包商供应链融资系统中, 每个子系统的序参量 (ν1, ν2, ......νm) 都符合产生系统新的序参量V 。这些序参量之间的合作竞争, 可能出现一个序参量支配系统的演进方向, 其他的序参量则成为辅参量, 使系统产生自组织。假设: (1) 总承包商供应链融资系统是由2 个子系统组成的系统; (2) 总承包商供应链融资系统的序参量为 ν , 增长率为g , 损失率为l , 得到总承包商供应链融资价值存量模型为
式 (5) 中增长率g和损失率l都与价值序参量 ν 有关:
式 (6) 、式 (7) 中的增长系数 α 、损失系数 μ 均与 ν 无关, 不考虑 ν 的变化对系数的反作用的影响, 即系数是由外部的因素决定的, 同时假定外部因素都是常数, 则有
式 (8) 描述了一个指数增长或指数衰减的总承包商供应链融资价值的方程, 考虑饱和效应, 则有:
其中k为饱和系数。
对总承包商供应链融资系统的价值进行协同分析, 考虑2个子系统组成的系统在协同下可能产生的结果:
1) 竞争与共存
当2个子系统之间没有相互作用时,
其中 ν1、ν2分别表示2 个系统的价值存量, α1- μ1、α2- μ2分别表示实现变化量与存量的之间的关系, k1ν12、k2ν22表示价值变化量是非线性变化。
令得到ν1、ν2的定态方程, 解此方程得定态解νs1=0、νs2=0, 由这组解可知, 没有协同时, 总承包商供应链融资系统的价值不能实现, 所以在总承包商供应链融资系统中竞争和共存是同时出现的。
2) 共存现象
在总承包商供应链融资中, 协同与合作是总承包商供应链融资的主题, 一个主体价值存量的增长率将以另一个主体价值存量为条件。
其中 ν1、ν2不能为0, α - μ 大的一方会在总承包商供应链融资系统中最终获得大部分的利益, 另一方获得较少利益, ν1、ν2存在竞争关系。令得到ν1、ν2的定态方程, 解此方程得定态解 νs1、νs2。
解方程得到两组解:第一组解νs1=νs2=0没有意义。第二组解α1-k1ν2-μ1=0, α2-k2ν1-μ2=0。对第二组解分情况讨论: (1) 当α1-μ1<0, α2-μ2<0时, νs1=νs2=0稳定, 这种情况对应由于总承包商供应链融资本身不合理, 任何一方都是无益的。 (2) α1-μ1<α2-μ2时, νs1=0, 稳定。从考虑, 给ν1一个干扰, 将使其在总承包商供应链融资中ν2比ν1占据更多有利的资源, 从而造成ν2比ν1稳定在更高的水平上。 (3) α1-μ1>α2-μ2时, 是稳定的, 同 (2) 分析一样, 可知ν1占据优势。 (4) 当α1-μ1=α2-μ2时, , 两者都达到稳定, 形成一个共存的局面, 这种共存使双方更有效更充分利用资源, 使总承包供应链融资的价值得以实现, 获得最大的利益。
通过对第2 组解的稳定性分析可知, 在 ν1和 ν2都足够大的初始条件下, 总承包商供应链融资的价值存量呈指数变化, 这正是总承包商供应链融资协同的体现。因此可以得到结论:总承包商供应链融资价值存量越大, 协同后系统潜能就越大。在总承包商供应链融资过程中, 通过各方的协作, 可以形成一种共赢的局面, 这是总承包商供应链融资的动力所在。
结论
基于供应链金融总承包商融资动力机制, 是完善供应链融资理论的核心问题。本文基于建筑业供应链融资视角, 针对总承包商自身和银行两方面都能促进融资的实现, 进而解决总承包商融资难的问题。对总承包商供应链融资协同理论分析基础上, 构建了总承包商供应链融资系统的协同模型。研究表明, 总承包商供应链融资价值存量越大, 协同后系统潜能就越大, 在总承包商供应链融资过程中, 通过各方的协作, 可以形成一种共赢的局面。由此表明, 供应链金融可以作为一种新的融资模式应用到建筑业中, 亦为总承包商融资研究指出一条新的路径。
摘要：在梳理了建筑业供应链管理研究文献的基础上, 针对建筑业供应链总承包商融资问题, 通过比较建筑业供应链与制造业订单式供应链物流和信息流的特征, 分析了供应链金融应用到建筑业供应链的可行性;运用协同学理论从自组织动力的角度阐释了基于供应链金融总承包商融资的动力机制, 旨在证明有足够的内部动力促使总承包商基于供应链金融解决融资难的问题。
农业机械总动力 第7篇
关键词：绞股蓝总皂苷,肠吸收动力学,紫外分光光度法
绞股蓝为葫芦科植物绞股蓝[Gynostemma pentaphyllum(Thunb.)Makino]的全草,具“清热解毒,清肺化痰止咳,补气养阴生津,养心安神,固精之功[1],主要含皂苷和多糖,另外还含有黄酮类化合物、萜类、有机酸、生物碱、蛋白质等以及锌、铜、镁等微量元素,其中皂苷类成分具有降血脂、抗动脉硬化等作用[2],药理学研究广泛但其体内过程未见报道。本实验采用大鼠在体肠循环模型研究绞股蓝总皂苷的肠吸收动力学,探索其吸收机制,为制剂开发提供生物药剂学基础。
1 材料
1.1 药品与试剂
人参皂苷Rb1(中国药品生物制品检定所,批号110704-200318);绞股蓝总皂苷(陕西中鑫生物技术有限公司);乌拉坦(进口分装);香草醛(天津市大茂化学厂,AR);冰醋酸(广东省光化化学厂,AR);高氯酸(广东省光化化学厂,AR);Kreb-ringer’s营养液(K试液,p H6.8):含氯化钠7.8mg·m L-1、氯化钾0.35mg/m L、氯化钙0.37mg/m L、磷酸二氢钠0.32mg/m L、氯化镁0.02mg/m L、碳酸氢钠1.37mg/m L、葡萄糖1.48mg/m L。水为去离子水。
1.2 仪器
UV-2450紫外-可见分光光度计(日本岛津);BT00300M恒流蠕动泵(保定兰格恒流泵有限公司);Genie1涡旋混合器(上海思伯仪器设备有限公司);AUW120D分析天平(SHIMADZU)。
1.3 动物
Wista大鼠,雌雄各半,体质量(230±15)g,购自广州中医药大学实验动物中心。
2 方法
2.1 绞股蓝总皂苷含量测定方法的建立
2.1.1 紫外吸收光谱的测定
精密称取人参皂苷Rb1对照品16.30mg,用K试液配成质量浓度为0.652mg/m L,作为贮备液。取空白肠循环液、样品溶液和人参皂苷Rb1贮备液0.3m L于10m L具塞试管中,60℃水浴挥干溶剂后分别加入新鲜配制的5%香草醛-冰醋酸溶液0.2m L,高氯酸0.8m L,摇匀,60℃水浴显色15min后迅速冷却,加5m L冰醋酸,震荡,静置10min,在400~800nm紫外-可见光区扫描,确定吸收波长。
2.1.2 标准曲线的绘制
分别精密吸取2.1.1项下人参皂苷Rb1贮备液2、3、4、5、6m L,用K试液定容至10m L,精密移取1m L,按2.1.1下操作,在550nm处测定吸光度,以吸光度平均值为纵坐标,浓度为横坐标,绘制标准曲线,并进行线性回归。
2.1.3 回收率和精密度实验
用K试液分别配制0.16、0.23、0.38mg/m L的人参皂苷Rb1肠循环液,精密吸取1m L,测定,计算回收率。每个样品测定5次,连续5d,计算日间和日内RSD。
2.1.4 药物在肠循环液中的稳定性
将大鼠作全肠段插管,用空白K试液循环4h,用此循环液配制绞股蓝总皂苷溶液,37℃恒温水浴中孵育3h,每0.5h取一次样,共取3h,考察药物在肠循环液中的稳定性。
2.2 大鼠在体肠吸收实验
2.2.1 实验方法
实验前先用供试液冲洗管道使出口处药物浓度与供试液浓度相同,以消除实验中管路对药物吸附的影响。取禁食12h的大鼠(自由饮水),腹腔注射10%水合氯醛麻醉后固定,保持体温。沿腹中线打开腹腔(约3cm),在需考察部位的两端切口,插管结扎,并将伤口用浸有生理盐水的脱脂棉覆盖保湿。然后用37℃的生理盐水以5m L/min的速度冲净肠内容物并用空气将生理盐水排空。供试药液先以2.5m L/min循环至第1滴流出,读取量筒体积,即死体积Vo。再以5m L/min速度回流5min,然后将流速降至2.5 m L/min,循环10min后取样,记为0时。以后分别在不同时间点(0.5h/次,取3h)取样1m L,并补加空白K氏液1m L。在循环回路中用50m L量筒盛装含药肠循环液,每到取样时间点读取液体体积。死体积加每一时间点量筒的读数即为该时间点循环液体积。
研究不同肠段的吸收特性时,按如下方法取肠段:十二指肠自幽门下1cm处起向下10cm,空肠自幽门下15cm起向下10cm,回肠自盲肠向上20cm起向下10cm。
2.2.2 大鼠肠道各区段吸收情况的考察
用一定浓度的供试液分别在十二指肠、空肠、回肠和结肠4个肠段回流,考察大鼠各肠段的吸收情况。
2.2.3 药物浓度对肠吸收的影响
精密称取绞股蓝皂苷适量,用K试液溶解稀释,得浓度为0.17、0.26、0.37mg/m L的供试液,分别进行整肠段回流,考察药物浓度对吸收的影响。
2.2.4 吸收动力学参数的计算
以小肠内剩余药量的对数(ln△X剩余)对取样时间T作图,该直线的斜率即为吸收速率常数K(h-1)。
吸收半衰期t1/2(h)=0.693·K-1
3 结果
3.1 紫外吸收光谱的测定
在400~800nm紫外-可见光区扫描得人参皂苷Rb1和样品在550nm处有最大吸收,空白肠循环液在此处无吸收,对测定无干扰(图1)。
3.2 标准曲线与线性范围
以吸光度平均值对浓度进行回归,得回归方程y=1.793x+0.090,r=0.9991(n=5)。在0.1467~0.3912mg/m L范围内,线性关系良好。
3.3 回收率和精密度
由表1可知,高、中、低3个浓度的回收率、日间和日内精密度的RSD均小于3%。
3.4 药物在肠循环液中的稳定性
药物在肠循环液中3h浓度的RSD均小于2.0%,表明绞股蓝皂苷在肠循环液中稳定。绞股蓝皂苷在空白肠循环液中的稳定性见表2。
3.5 药物在大鼠不同肠段的吸收情况
经SPSS统计结果表明,小肠各段(十二指肠、空肠、回肠)与结肠段药物的Ka、t1/2之间无显著性差别(P>0.05);小肠各段间药物的Ka、t1/2比较均无显著性差异(P>0.05)。说明绞股蓝总皂苷在各肠段均有吸收,无特定吸收部位。结果见表3。
3.6 药物浓度对绞股蓝总皂苷肠吸收的影响
实验结果表明,在0.17~0.37mg/m L范围内,浓度对Ka和t1/2无明显影响(P>0.05)。表明药物在肠道的吸收无自身浓度抑制作用,提示绞股蓝总皂苷主要以被动扩散机制吸收入体循环。见表4。
4 讨论
本实验采用大鼠在体肠吸收模型,通过测定不同时间循环液中药物浓度来计算在不同条件下的药物吸收量。其优点是不切断血管及神经,能较真实的反映药物在肠内的吸收情况[3]。在实验过程中,肠道对水分的吸收或分泌会导致循环液体积的变化,因此必须进行校正。与传统的酚红或14C法相比[4],本实验采取量筒直接读取体积的校正方法,该法更直接简便,易于操作,且排除标识物对药物吸收的影响。实验中注意大鼠的体位需高于量筒上沿,使肠内压稳定,保持死体积基本不变。
绞股蓝皂苷结构与人参皂苷相似,本试验以人参皂苷Rb1为标准品,经香草醛-高氯酸显色后应用紫外分光光度法在400~800nm范围内扫描,排除空白肠循环液的影响,确定检测波长为550nm。该方法可以准确方便的测定药物的含量,满足实验的要求。实验结果表明,绞股蓝皂苷在肠道内无特定吸收部位,各肠段得吸收速率无显著性差异。不同药物浓度下,吸收速率无明显差别,提示药物的吸收可能存在被动扩散形式。
在口服药物制剂处方前研究中,了解药物在体内的吸收情况可以减少制剂设计的盲目性,为制剂开发提供科学依据。绞股蓝皂苷在体动力学结果表明,药物在肠道的吸收属于一级动力学过程,被动扩散,且在整个肠段都有吸收,具广泛的吸收窗,适合开发成口服缓控释制剂。
参考文献
[1]陈武,邹盛勤,吴晓春,等.绞股蓝无糖口含片的制备工艺研究[J].食品科学,2008,29(3):245-248.
[2]吴宗群,王艳.绞股蓝的化学成份和药理作用研究现状[J].中华全科医学,2011,9(1):116-117.
[3]闫红波,吴清,杜守颖,等.丹参酮类成分及丹参脂溶性提取物在大鼠小肠内的吸收机制比较研究[J].中国中药杂志,2010(21):2917-2922.
